FDI及對外貿易對我國經濟增長的影響①

昆明理工大學管理與經濟學院 肖遠飛 潘瑤

FDI及對外貿易對我國經濟增長的影響①

昆明理工大學管理與經濟學院 肖遠飛 潘瑤

摘 要：本文利用1984～2013年我國樣本數據，通過外貿依存度和FDI依存度驗證了我國經濟增長對FDI和對外貿易的依存程度，并運用協整檢驗和誤差修正模型，對FDI和對外貿易對我國經濟增長的影響進行實證研究。結果表明，我國FDI和對外貿易與經濟增長均存在正向關系，說明FDI和對外貿易對我國經濟增長具有促進作用。

關鍵詞:FDI 對外貿易 經濟增長

在經濟全球化背景下，世界各國間的聯系日益加強，FDI和對外貿易也逐漸成為我國經濟增長的主要動力，關于二者對我國經濟增長影響的研究文獻也比較豐富，但是，關于這種影響的具體效應及其顯著性如何，至今尚未得到完全一致的解答。因此，運用最新數據對我國FDI及對外貿易對經濟增長影響的經驗研究具有較強的現實意義。

1 文獻回顧

1.1 FDI與經濟增長

國外學者Har Wai Mun，Teo Kai Lin和Yee Kar Man(2009)利用1970～2005的相關數據，驗證了馬來西亞外商直接投資對其經濟增長具有顯著影響[1]。Naveed Iqbal Chaudhry, Asif Mehmood和Mian Saqib Mehmood(2013)通過對我國1985～2009年的數據進行回歸，發現我國外商直接投資和經濟增長具有顯著的正向關系[2]。

國內學者于濤、巫強和康艷紅(2008)以上海作為研究對象，通過實證分析得出上海FDI的外溢效應相當明顯[3]。王向陽、盧艷秋、趙英鑫和馬思思(2011)通過內生增長理論驗證了FDI的大量進入對我國經濟增長具有促進作用。毛英、閆敏(2011)以FDI對經濟增長的傳導機制理論為基礎，利用格蘭杰因果檢驗和VAR協整檢驗，分析表明FDI在推動我國經濟增長方面效果顯著[4]。

1.2 對外貿易與經濟增長

國外學者Claudia DOBRE(2008)研究發現開放貿易對于提高長期可持續的生產增長率方面具有重要作用[5]。Qazi Muhammad Adnan Hye和Wee-Yeap Lau(2015)利用貿易開放度指數，對印度對外貿易和經濟增長的關系進行分析，研究發現在短期印度對外貿易與經濟增長正相關，而在長期印度對外貿易與經濟增長負相關。

國內學者郭友群和周國霞(2006)的研究表明，長期內出口貿易和進口貿易都會推動我國經濟增長，且進口貿易的產出彈性相對較大[6]。郭錦(2008)采用協整分析驗證了我國出口增長和進口增長都和經濟增長顯著正相關。馬章良(2012)對中國進出口貿易與經濟增長的關系進行實證分析，結果表明中國進出口貿易對經濟增長有明顯的促進作用[7]。

以上研究大多分別考察FDI與經濟增長或是對外貿易與經濟增長的關系，因此本文在前人研究的基礎上，將三者結合起來，根據1984～2013年我國年度最新統計數據，對我國FDI及對外貿易對經濟增長的影響進行經驗研究。

2 我國外商直接投資及對外貿易現狀

2.1 我國外商直接投資、對外貿易與經濟增長趨勢分析

改革開放以來，我國在FDI和對外貿易方面均取得了卓越的成就。從1984年至2013年，我國實際利用外商直接投資額從33.04億元增長到7282.35億元，年均增長率達到25.54%；我國進出口總額從1201億元增長到258168.89億元，年均增長率達到21.74%；同期，我國GDP從7208.05億元增長到568845.21億元，年均增長率達到16.48%。并且整體來看，我國FDI、進出口總額和GDP呈現同方向變化，說明三者之間存在相互影響和促進的作用。

2.2 我國外貿依存度、FDI依存度分析

由上述增長趨勢分析可知，1984～2013年我國FDI和對外貿易與經濟增長都存在一定的相關性，但要想知道我國經濟增長對FDI以及對外貿易的依存程度，還需要借助FDI依存度和外貿依存度這兩個指標。

FDI依存度是指一個國家或地區在一定時期內外商直接投資總額與國內生產總值的比值。其計算公式為：

FDID=(FDI/GDP)×100%

外貿依存度是指一個國家或地區在一定時期內進出口總額與國內生產總值的比值。其計算公式為：

FTD=(IE/GDP)×100%

根據以上公式以及1984～2013年我國FDI、對外貿易和GDP的年度數據，可計算出相關年度我國的FDI依存度和外貿依存度，并將計算所得的FDI依存度和外貿依存度用折線圖的形式表現出來，如圖1和圖2所示。

圖1 我國1984～2013年FDI依存度變化趨勢圖

由圖1可以看出，1984～2013年我國FDI依存度整體呈“倒U”型，并且以1994年為分界點。其中，1984年至1994年為第一階段，這一階段我國FDI依存度呈上升趨勢，從1984年的0.46%增長到1994年的6.04%，增長速度較快。1994年至2013年為第二階段，這一階段我國FDI依存度呈下降趨勢，從1994年的6.04%下降到2013年的1.28%，但相對于第一階段來說，這一階段我國FDI依存度的下降速度較慢，且第二階段的平均FDI依存度仍高于第一階段。

圖2 我國1984～2013年外貿依存度變化趨勢圖

由圖2可以看出，1984～2013年我國外貿依存度整體呈上升趨勢。2001年以前，我國外貿依存度整體上升幅度不大，且有些年份有所下降。但2001年以后，我國外貿依存度上升速度加快，且在2006年達到最大值65.17%，之后由于受到2008年金融危機的影響，我國的進出口總額減少，外貿依存度也因此有所下降。

綜上所述，1984年以來，我國經濟增長對FDI以及對外貿易的依存程度不斷上升，雖然FDI依存度在1994年之后有所下降，但下降速度很慢并且仍遠遠高于上世紀八九十年代的水平。說明FDI和對外貿易對我國經濟增長具有較大的推動作用，并且從變化趨勢可以看出這種推動作用會越來越大。

3 模型的建立與實證分析

3.1 變量的選擇與數據來源

本文研究所使用的數據采用1984～2013年我國的年度數據，數據均來源于國家統計局網站。本文涉及的計量分析借助統計軟件Eviews7.2完成。本文選取國內生產總值GDP表示經濟增長水平，FDI表示實際利用外商直接投資，IE表示進出口總額。同時，為了統一模型中各變量的計量單位，引入相應年份的人民幣對美元的年均匯率，將以美元計量的FDI金額折算為以人民幣為單位的數據。并對以上數據進行對數處理，處理后的變量分別用LNGDP、LNFDI、LNIE表示。

本文采用以下方程作為計量檢驗的基本模型。

LNGDP=C+α1LNFDI+α2LNIE+ε

3.2 單位根檢驗本文采用ADF檢驗方法對相關變量的原始序列和一階差分序列進行單位根檢驗，根據單位根檢驗的輸出結果，LNGDP、LNFDI、LNIE三個變量是非平穩的；而三個變量的一階差分則在5%的顯著水平下通過了平穩性檢驗。因此，模型可以調整為：DLNGDP=C+α1DLNFDI+α2DLNIE+ε

3.3 協整檢驗

本文采用Johansen協整檢驗對各變量進行檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 Johansen協整檢驗結果

從表1可以看出，在5%的顯著性水平下，這三個變量存在協整關系。跡統計量36.7867大于臨界值35.1928，所以拒絕沒有協整向量的原假設，說明至少有一個協整向量；跡統計量13.0640小于臨界值20.2618，所以接受最多有一個協整向量的原假設。因此，LNGDP、LNFDI和LNIE在5%的顯著性水平下存在協整關系。

3.4 誤差修正模型

將長期關系回歸產生的殘差項的滯后期(ECM(-1))作為解釋變量引入，得到如下回歸結果，見表2所示。

表2 誤差修正模型回歸結果

誤差修正方程如下：

DLNGDP=0.090175+0.133116DLNFDI+0.198685DLNIE +0.655492ECM(-1)

從回歸結果可看出，誤差修正模型的各變量均通過了5%的顯著性檢驗，回歸決定系數R2較高，且DW接近于2，可以考慮回歸方程不存在自相關問題，回歸方程在統計學意義上的擬合優度良好。

從誤差修正方程可以看出，我國外商直接投資和對外貿易與經濟增長之間均存在正向關系，GDP增長率對FDI增長率的彈性為0.1331，GDP增長率對IE增長率的彈性為0.1987。

3.5 Granger因果關系檢驗

上文的協整分析已經看出DLNGDP、DLNFDI、DLNIE三者具有長期穩定關系，現對其進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗結果

從表3可以看出，在5%顯著性水平下，滯后期數為2時，DLnFDI是DLnGDP的格蘭杰原因，而DLnIE與DLnGDP不存在顯著的格蘭杰因果關系。格蘭杰因果關系檢驗說明，在統計學上，我國外商直接投資是我國經濟增長的格蘭杰原因，但對外貿易與我國經濟

[1] Har Wai Mun,Teo Kai Lin,Yee Kar Man.FDI and Economic Growth Relationship: An Empirical Study on Malaysia[J]International Business Research1,2009(2).

[2] Naveed Iqbal Chaudhry,Asif Mehmood，Mian Saqib Mehmood.Empirical relationship between foreign direct investment and economic growth:An ARDL co-integration approach for China[J].China Finance Review International3,2013(1).

[3] 于濤,巫強,康艷紅.FDI對上海經濟增長影響的實證研究[J].經濟地理,2008,7(4).

[4] 毛英,閆敏.FDI對中國經濟增長影響的實證研究[J].經濟問題,2011(8).

[5] Claudia DOBRE.The Relation Between Openness to Trade and Economic Growth[J].Scientific Annals of the“Alexandru Ioan Cuza”University of Iasi:Economic Sciences Series,2008.

[6] 郭友群,周國霞.中國對外貿易對經濟增長作用的實證分析[J].經濟經緯,2006(2).

[7] 馬章良.中國進出口貿易對經濟增長方式轉變的影響分析[J].國際貿易問題,2012(4).增長之間不存在顯著的格蘭杰因果關系。這一結果可能與樣本容量較少有關，但同時也說明我國在對外貿易方面仍存在一些不足。

4 結語

本文利用我國1984～2013年的樣本數據，對我國外商直接投資、對外貿易和經濟增長之間的關系進行分析，得出以下結論：

(1)從平穩性角度分析，我國FDI、對外貿易和經濟增長的對數序列均為一階單整序列，并且它們之間存在長期均衡關系。

(2)從協整檢驗和誤差修正模型分析，我國FDI和對外貿易對經濟增長都有明顯的推動作用。FDI和IE分別以0.1331和0.1987的增長比率影響本年度我國GDP的年增長率。

(3)從格蘭杰因果檢驗分析，我國外商直接投資是我國經濟增長的格蘭杰原因，但對外貿易與經濟增長之間不存在顯著的格蘭杰因果關系。

參考文獻

作者簡介：肖遠飛(1976-)，男，昆明理工大學管理經濟學院經濟系副教授，經濟學博士，主要從事開放經濟與區域發展方面的研究；潘瑤(1993-)，女，昆明理工大學經濟系研究生，主要從事開放經濟與區域發展方面的研究。

基金項目：①教育部人文社會科學研究青年基金(14YJC 790139)；云南省哲學社會科學規劃項目青年基金(QN2013011)；昆明理工大學人才引進基金(KKSY201208074)。

中圖分類號：F752

文獻標識碼：A

文章編號：2096-0298(2015)05(c)-117-03